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Trois apports des données longitudinales à l'analyse de la pauvreté

De
38 pages
Volet 1 Erreurs de mesure et entrées-sorties de pauvreté Le manque de ressources sur une courte période ne suffit pas pour définir la pauvreté, qui doit s'apprécier sur une période de quelques années. Les erreurs d'observation sont responsables d'évolutions qui font croire, à tort, à une importante volatilité du phénomène. Un apurement statistique permet de corriger partiellement les défauts d'observation, mais d'une façon sensible aux hypothèses retenues. Réduire les facteurs parasites diminue des deux tiers les sorties de pauvreté. La corrélation entre les diverses formes de pauvreté reste faible : leur non-coïncidence n'est pas un artefact. Volet 2 Dynamique de la pauvreté D'autres échelles que les pauvretés monétaire, de conditions de vie et « subjective » peuvent compléter l'analyse multidimensionnelle de la pauvreté, par exemple la faiblesse des ressources en matière de santé, ou de capital social. Les populations présentant les divers manques ne se recouvrent que partiellement et les symptômes de pauvreté n'apparaissent pas en même temps. La pauvreté subjective semble être un indicateur avancé, les privations matérielles arrivant aussi assez tôt dans la trajectoire d'appauvrissement. Les problèmes de santé semblent davantage cause que conséquence de la pauvreté. Volet 3 Pauvreté absolue et relative Foster a proposé une mesure mixte, avec un seuil de pauvreté moyenne géométrique d'un seuil absolu et d'un seuil relatif, avec une élasticité à déterminer entre 0, correspondant à l'approche absolue, et 1, correspondant à l'approche relative. Pour la France de la fin des années 1990, la valeur est proche de 1, mais significativement inférieure : les représentations sont davantage en phase avec les concepts relatifs qu'avec l'approche absolue, mais ne font apparaître qu'une indexation partielle, les normes n'entérinant que progressivement et de façon sélective les évolutions des modes de vie.
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PAUVRETÉ
Trois apports des données longitudinales
à l’analyse de la pauvreté
Stéfan Lollivier, Daniel Verger*
u’aucune définition, aucune statistique ne soit actuellement en mesure d’appréhender l’ensem-Qble des facettes de la pauvreté semble désormais une opinion largement admise. Au caractère
intrinsèquement polymorphe du phénomène se superpose la multiplicité des présupposés éthiques
qui sous-tendent les approches et les choix méthodologiques mis en œuvre. Extraites de deux publi-
cations récentes, trois citations symptomatiques peuvent venir en illustration de ce point, largement
développé dans l’article introductif à ce numéro.
« La pauvreté, comme la beauté, réside dans les yeux du spectateur. La pauvreté est un jugement de
valeur ; ce n’est pas quelque chose que l’on peut vérifier ou démontrer, même avec une marge
d’erreur, excepté par déduction et suggestion. Dire qui est pauvre revient à porter toute sorte de
jugements de valeur » (Mollie Orshansky, 1969, cité en exergue d’un chapitre de la thèse de Josiane
Vero, 2002).
« C’est bien sur le terrain de l’économie normative que porte désormais le débat sur le concept de
pauvreté, mais sans espoir jamais d’être tranché. » (Vero, 2002).
« La notion de pauvreté et d’exclusion renvoie à des contenus représentatifs différents :
On peut considérer que “pauvreté” et “exclusion” renvoient à des représentations différentes, qui
du reste peuvent entretenir entre elles des rapports de complémentarité comme d’opposition. ... Ainsi
la pauvreté et l’exclusion semblent se rattacher à deux univers de significations différents. La pau-
vreté renvoie davantage à la déprivation économique, à l’insuffisance du revenu. La notion continue
à se rattacher à une problématique de lecture de la réalité sociale en termes d’inégalités, la pauvreté
constituant le dernier échelon de cette stratification. Mais, en même temps, elle s’en détache, mar-
quant déjà une rupture dans le continuum des inégalités. Le terme d’exclusion radicalise cette vision.
Il désigne des situations qui sont, cette fois, exprimées comme des situations de rupture... À une
notion de pauvreté située dans un référentiel économique et monétaire, s’oppose une notion d’exclu-
sion davantage référée à des explications politiques sur le fonctionnement de la Société. À vrai dire,
il ne s’agit pas vraiment d’une opposition, mais plutôt de deux visions qui se chevauchent, se com-
plètent, se renvoient l’une à l’autre, comme pour tenter de rendre compte de la complexité du réel ;
... Gardons-nous, cependant de toute simplification qui radicaliserait ces deux visions. En fait, elles
demeurent très mélangées. L’exclusion, par exemple, est également liée à des systèmes d’explica-
tions très centrés sur les trajectoires individuelles ou les caractéristiques des personnes... On a plutôt
ici deux strates de représentations qui se recouvrent, se répondent, s’interrogent l’une l’autre et
créent ainsi un vaste univers discursif » (Autès, 2002).
Chaque contribution à ce dossier confirme que les foyers aux ressources instantanées les plus modes-
tes, les foyers vivant dans les conditions de vie les plus inconfortables, ceux ayant le plus de mal à
* Stéfan Lollivier est directeur des Statistiques démographiques et sociales à l’Insee ; Daniel Verger est chef de l’unité
Méthodes statistiques à l’Insee.
Les noms et dates entre parenthèses renvoient à la bibliographie en fin d’article.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 383-384-385, 2005 245équilibrer leur budget ne sont pas systématiquement les mêmes ; quand on considère ceux qui se plai-
gnent le plus de leurs revenus ou de leur condition, ou ceux qui perçoivent les ressources d’assistance
prévues par la société pour venir en aide à ses membres les plus démunis, le constat est identique
(Lollivier et Verger 1997 ; cf. aussi Verger, article introductif à ce numéro). La population de ceux
qui sont en bas de toutes les échelles est même très réduite (moins de 1 %) ; certes les diverses formes
de difficultés sont positivement corrélées, mais moins fortement qu’on aurait pu le supposer a priori.
Si le phénomène est aggravé par les erreurs de mesure qui émaillent les sources statistiques, il ne s’y
réduit pas comme nous allons le prouver dans le premier volet de ce triptyque (1).
Approcher la pauvreté sous plusieurs angles, puis synthétiser en un petit nombre d’indicateurs (voire
un seul ?) est la démarche qui semble bien s’imposer. Mais combien d’approches retenir ? Le débat
reste entier et le nombre de trois qui s’est imposé dans ce dossier est plus un minimum qu’un opti-
mum. Comme suggéré à la fin du texte méthodologique introductif, il serait plus satisfaisant d’aug-
menter le nombre des éclairages retenus et permettre un cumul partiel que d’imposer le cumul
exhaustif d’un ensemble plus réduit d’indicateurs : on aurait vraisemblablement ainsi une mesure
plus robuste, à la fois aux erreurs de mesure et aux différences dans les goûts personnels, et une
meilleure quantification de la population de ceux qui, cumulant un grand nombre de difficultés et
d’insuffisances de ressources, auraient toutes les caractéristiques du « pauvre » emblématique.
Le débat sur la largeur de la fenêtre temporelle à retenir pour l’observation n’est pas clos non plus :
existe-t-il un juste milieu entre des périodes comme le mois, voire l’année civile, manifestement trop
courtes même si elles sont retenues dans la plupart des approches actuelles, et le cycle de vie cher aux
économistes théoriciens mais notoirement trop long compte tenu, entre autres, des imperfections des
marchés financiers et des problèmes liés à l’incertain ? Le débat théorique étant vraisemblablement
sans issue, nous explorons ici quelques solutions alternatives, de nature toute empirique, basées sur
divers types de lissage ou d’estimations économétriques de trajectoire. Nous avons néanmoins été
contraints par la longueur de la période couverte par le panel européen, qui nous a conduits à estimer
des trajectoires avec un lissage sur trois ans, soit sur une période légèrement inférieure à la période
de quatre ou cinq ans souvent considérée comme optimale par maints experts du sujet (2).
Le deuxième volet souligne, au travers de ses résultats, l’importance de la question de la réévaluation
des seuils au cours du temps, sauf en ce qui concerne l’approche totalement relative de la pauvreté
monétaire. La pauvreté en conditions de vie, non réévaluée, présente une évolution difficilement
interprétable, à cause d’une dérive mécanique impossible à négliger, même sur une période relative-
ment courte de l’ordre de cinq ou six ans. De par sa construction, la pauvreté « subjective » est par-
tiellement réévaluée automatiquement, par l’intermédiaire de l’item relatif au niveau du revenu
estimé nécessaire pour survivre.
Le troisième volet explore cette voie en s’intéressant au comportement de ce seul indicateur élémen-
taire, isolé des autres éléments. Il permet de voir dans quelle mesure le seuil d’insuffisance du revenu
tel qu’il est ressenti suit les hausses générales du niveau de vie, la réponse étant d’ailleurs « oui, pour
l’essentiel ». Pour ce type d’études, l’approche panel est incontournable, puisqu’il s’agit de suivre
l’individu lui-même, afin de tenir compte de toutes ses caractéristiques, qu’elles soient observables
ou non.
La présente contribution commence à explorer ces trois voies, profitant de la dimension panel des
données : les huit vagues du panel européen sont en effet désormais disponibles pour la France, ce
qui permet d’avoir des trajectoires couvrant la période 1993-2001 (3) pour un ensemble d’environ
4 375 individus. L’interruption inopinée de ce panel ne nous permettra hélas pas de donner des résul-
tats couvrant la période récente. La nature même des données nous contraindra aussi dans le nombre
1. Ce premier volet reprend largement une contribution au séminaire Recherche de l’Insee du 13 juin 2002.
2. F. Bourguignon, en particulier, a défendu cette position à plusieurs reprises dans des discussions en colloques ou séminaires. L’écart
par rapport aux bonnes pratiques n’est cependant pas rédhibitoire car les résultats prouvent (cf. infra) que la longueur de la période de
lissage n’est pas critique. De toute façon, des panels collectés par entretien direct auprès des ménages et durant plus de neuf ans sont
difficilement envisageables en Europe, en France en particulier. Il faudrait pour obtenir des panels beaucoup plus longs, se tourner vers
la mobilisation de sources administratives.
3. Lors de la première vague, on a demandé des informations rétrospectives sur 1993.
246 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 383-384-385, 2005des éclairages que nous pourrons développer et dans la pertinence des indicateurs que nous pourrons
construire. Pour riches qu’elles soient, les données disponibles ont leurs limites : on a déjà à plusieurs
reprises signalé que les items de privation recensés étaient trop peu nombreux pour que l’on puisse
construire un indicateur synthétique de conditions de vie satisfaisant – nous verrons que ceci est par-
ticulièrement contraignant quand on explore la dimension longitudinale des phénomènes – ; nous
ferons face aux mêmes limitations quand il va s’agir de construire un indicateur d’isolement relation-
nel ou de mauvais état de santé.
Malgré cela, le dossier met en relief un certain nombre de résultats inédits, parmi lesquels :
- Le revenu annuel, tel qu’il est déclaré par les ménages, présente une forte instabilité sur le court
terme, qui rend illusoire le calcul d’indicateurs comme les entrées-sorties annuelles de pauvreté. Pour
progresser sur ce sujet, l’approche purement statistique ne suffit pas, et un retour sur le plan concep-
tuel est indispensable ; il faut en particulier préciser comment traiter les instabilités qui ne sont pas
toutes des erreurs de mesure, mais aussi mieux déterminer l’intervalle de temps auquel il convient de
faire référence pour définir la notion même de pauvreté.
- La pauvreté revêt plusieurs aspects, plus ou moins monétaires, qui font référence à des domaines
spécifiques, conditions de vie, mais aussi santé ou sociabilité. Dans chacun de ces domaines, on peut
construire un indicateur de pauvreté, par exemple en construisant un score à partir d’items. On sait
que ces indicateurs partiels ne mettent pas en évidence les mêmes sous-populations, même s’il existe
un noyau dur de pauvreté multidimensionnelle. Mais surtout ces indicateurs partiels ne sont pas tem-
porellement synchrones ; le suivi longitudinal montre que certaines difficultés apparaissant précoce-
ment, font office de symptômes précurseurs et suggère l’existence de liens de causalité entre certains
d’entre eux. En particulier, la pauvreté monétaire, phénomène assez tardif, serait plutôt en aval de la
chaîne des causalités, contrairement aux difficultés de santé qui semblent plutôt se situer en amont.
Ce constat remet en cause l’idée même de construction d’un indicateur synthétique de pauvreté qui
couvrirait tous les domaines.
- Au moins en Europe, il est d’usage de considérer la pauvreté comme une notion relative, le seuil
de pauvreté étant indexé sur l’évolution générale des niveaux de vie. Cette convention s’oppose à
celle d’une pauvreté absolue, fondée sur l’accès à un panier de biens jugés essentiels, sinon fixe du
moins évoluant lentement. L’examen des ressources jugées minimales par les ménages conforte la
thèse d’une approche relative, même si pour un ménage donné, l’indexation à l’évolution générale
n’est que partielle : un ménage donné dont le revenu croît comme le revenu moyen réévalue parallè-
lement son estimation du minimum de vie, mais dans des proportions moindres, suggérant une
indexation nettement inférieure à l’unité. Son utilité croît moins vite que son revenu. ■
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 383-384-385, 2005 247
PAUVRETÉ
Trois apports des données longitudinales
à l’analyse de la pauvreté
Volet 1
Erreurs de mesure et entrées-sorties de pauvreté
Mesurer les entrées-sorties de pauvreté par simple comparaison des ressources
annuelles observées au travers d’enquêtes auprès des ménages soulève des difficultés
conceptuelles et empiriques. Le manque de ressources sur une courte période ne suffit
pas pour définir une situation de pauvreté. Celle-ci doit plutôt s’apprécier en moyenne
sur une période de l’ordre de quelques années (cinq apparaissant souvent comme une
durée pertinente). Les erreurs d’observation sont responsables d’évolutions d’une
année à l’autre qui font croire, de façon erronée, à une importante volatilité du
phénomène. Les méthodes statistiques d’apurement, à base de traitements
économétriques, permettent de corriger partiellement les défauts d’observation, mais
d’une façon peu robuste, et surtout sensible aux hypothèses retenues. L’ampleur des
corrections ainsi apportées est forte : réduire les facteurs qui apparaissent comme
parasites diminue des deux tiers environ les sorties de pauvreté. La corrélation entre
les diverses formes de la pauvreté, monétaire, en conditions de vie et subjective, en est
légèrement renforcée, mais reste faible : la non-coïncidence des formes de pauvreté
n’est pas un artefact.
248 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 383-384-385, 2005
e but de ce premier volet est avant tout chances de sortie de pauvreté et toutes les for-
méthodologique : il vise à soulignerL mes de perte d’emploi ne sont pas équivalentes.
l’importance qu’il y a à apurer les données avant Passer de l’emploi à la retraite ou à l’inactivité
de se lancer dans une analyse des phénomènes augmente le risque d’entrer en pauvreté, mais le
longitudinaux. Il explore une façon possible risque additionnel associé au passage emploi-
d’aborder le problème, sans prétendre faire le chômage est bien supérieur. Par la suite, la
tour de toutes les méthodes envisageables, ni même équipe s’est intéressée aux trois premiè-
même présenter la méthode optimale (4). res vagues du Panel européen (dans une optique
de comparaison internationale), et a présenté les
premiers résultats à un séminaire de l’Ined enLa difficile question des trajectoires
juin 2002. Une autre étude a été conduite en
Rhône-Alpes sur les personnes à bas revenusSi l’on se réfère aux travaux antérieurs, la plu-
(moins de 2 300 francs par unité de consomma-part des auteurs soulignent l’importance de
tion (u.c.) ou un minimum social). Trois itiné-l’aspect processus. Étudier qui est en situation
de pauvreté est important. Mais plus intéressant raires-types se dégagent : de jeunes adultes en
est de pouvoir qualifier les processus qui con- difficulté d’insertion (nés en France, sans con-
duisent à cet état, ou qui, symétriquement, en joint, alternant emploi et chômage) ; des person-
font sortir. La permanence, voire la récurrence nes ayant eu une rupture conjugale, éloignées de
des phénomènes de pauvreté est un sujet de pre- l’emploi. Ce sont plutôt des femmes dépassant
mière importance, encore insuffisamment étu- 40 ans, après un divorce ou le décès du conjoint.
dié, comme le souligne Vero (2002) dans le cha- Ayant moins du bac, elles sont chômeuses ou
pitre final de sa thèse, où elle suggère plusieurs inactives. Des travailleurs âgés peuvent avoir
voies de recherche. La première consiste à déve- des parcours similaires. Et enfin il s’agit des
lopper les analyses en dynamique (5) : « Nous immigrés de première génération et leur famille,
avons mentionné dans ce qui précède les limites
de plus de 40 ans, en couple avec enfants, sou-
inhérentes à une approche statique (...). Étudier
vent au chômage et endettés par des crédits à lala pauvreté renvoie nécessairement à une vision
consommation (cf. Insee, 1996a). (4) (5) (6)inscrite dans la durée. Cependant, mesurer la
pauvreté dans le temps (6) suppose d’une part
d’introduire un paramètre rendant compte des
Ces travaux ne portaient que sur des populations
préférences intertemporelles (...), et d’autre
géographiquement particulières (Lorraine,part, de disposer de données ad hoc retraçant le
Rhône-Alpes, etc.), et c’est à Chambaz et àparcours sur une période relativement
Maurin (1996) que revient le mérite d’avoir réa-longue ».
lisé la première étude statistique sur ce thème
sur l’ensemble de la population. RappelonsDans ce registre, on peut relever quelques tra-
leurs résultats, tels qu’ils sont repris dans leurvaux pionniers. Dès la fin des années 1980, les
conclusion :chercheurs de l’Université de Nancy-II (Ray
et al., 1991) avaient, à partir du seul panel alors
disponible, à savoir le panel lorrain, étudié le
4. On pourrait en effet préférer réaliser un apurement des reve-
devenir des personnes dont le revenu était situé nus en mettant en concordance, pour chaque individu, les diver-
ses indications relatives au revenu qui émaillent le questionnaireau voisinage du RMI afin de voir si cette alloca-
(approche globale du questionnaire ménage, approche détailléetion atteignait bien la population qu’elle préten- des fiches Revenus individuelles). Il s’agit d’une voie certes diffi-
cile, mais qui pourrait s’avérer fructueuse : quand les erreurs dedait cibler. La même équipe (Bourreau-Dubois
mesure atteignent l’ampleur que l’on va mettre en évidence, onet Jeandidier, 2000) a utilisé le même panel lor-
peut légitimement craindre que les corrections de valeurs aber-
rain pour étudier les entrées et sorties de pau- rantes par recours à des modèles économétriques varient en
fonction du modèle retenu, alors même que l’on a du mal à exhi-vreté. Les auteurs retrouvent certains résultats
ber un hypothétique « bon » modèle. Une correction des don-
mis en évidence par des travaux étrangers simi- nées les plus aberrantes (d’ailleurs partiellement faite dans notre
travail) antérieure à l’application des modèles pourrait améliorerlaires. Ce sont surtout les situations d’emploi
la qualité finale.
qui sont déterminantes : l’accès à l’emploi pour 5. La troisième voie préconisée renvoie aussi à l’aspect longitu-
dinal, puisqu’il s’agit de développer la dimension « insertionles sorties de pauvreté, la perte d’emploi pour
professionnelle ». « Notons que l’intégration des parcours
l’entrée en pauvreté. Les événements familiaux d’insertion professionnelle rejoindrait par ailleurs la préoccupa-
tion d’analyse de la pauvreté en des termes dynamiques. » (Vero,influent peu sur la sortie de pauvreté, à l’inverse
2002).les ruptures familiales sont un élément fort des 6. Ceci recouvre en fait deux aspects différents : la période de
temps pendant laquelle la faiblesse de revenu doit se manifesterentrées en pauvreté. Le panel lorrain apporte des
pour que l’on puisse parler de pauvreté (1 mois, 1 an, plusieursrésultats complémentaires originaux : le pas-
années consécutives…) d’une part et d’autre part l’évolution sur
sage à la retraite influe négativement sur les longue période de la situation de l’individu vis à vis de la pauvreté.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 383-384-385, 2005 249
« De l’étude qui précède, on peut tout d’abord 14 mois et deux ans selon que l’on est en
rappeler les quelques résultats importants : période de croissance ou en récession, alors que
la durée des plages de non-pauvreté varie entre
9 et 12 ans.- chaque année, en France comme dans beau-
coup d’autres pays industrialisés, la population
des ménages situés en bas de l’échelle des L’étude de Chambaz et Maurin porte sur les
niveaux de vie se renouvelle pratiquement de données de l’enquête permanente sur les condi-
moitié. La pauvreté semble plus particulière- tions de vie, qui est organisée sur un échantillon
ment transitoire en début de cycle de vie ; rotatif, avec renouvellement par moitié, de sorte
que chaque ménage est interrogé deux fois à un
- dans une large majorité des cas, entrer (ou an d’intervalle. Il s’agit donc d’un panel court.
sortir) de la pauvreté fait suite à une perte (ou L’attrition est de faible importance et les auteurs
un gain) de niveau de vie d’une amplitude supé- vérifient qu’elle ne saurait avoir qu’un impact
rieure à 25 %. Les changements de catégorie de minime sur les résultats. La variable revenu qui
pauvreté semblent le plus souvent coïncider sert de base est une déclaration sommaire en
avec de véritables discontinuités dans la vie tranches, survenant après un bref recensement
professionnelle et/ou familiale des ménages ; des diverses sources de revenu présentes. Une
distribution continue est obtenue par application
- les chances de sortir de la pauvreté ou les ris- de la méthode des résidus simulés appliquée de
ques de la connaître sont des paramètres qui façon indépendante sur chaque vague, ce qui
évoluent assez significativement au cours du peut générer des évolutions artificielles. Les
temps. En France comme aux États-Unis, les données sont supposées de bonne qualité, au
inégalités entre ménages pauvres et ménages point que les mots « erreurs de mesure » ne sont
non pauvres se font plus persistantes lorsque la jamais écrits.
conjoncture macroéconomique fléchit ;
Plus récemment, des travaux analogues ont été
- dès l’instant où l’on intègre dans la mesure de
repris. Les conclusions de Zoyem (2002), à par-
la pauvreté la connaissance que l’on peut avoir
tir des cinq premières vagues du Panel euro-
de sa persistance ou du risque qu’elle repré-
péen, confirment l’existence d’une rotation
sente pour l’avenir, on obtient une description
forte de la population pauvre, même s’il ne
de la pauvreté et de son évolution non seulement
retrouve pas un taux aussi élevé que celui mis en
plus complète, mais également moins sensible
évidence par Chambaz et Maurin : « Le taux de
aux conventions de mesures (seuil de pauvreté,
pauvreté des ménages d’âge actif est à peu près
échelles d’équivalence) que ne le permettent les
stable autour de 14 % sur les cinq années
taux de pauvreté instantanés. »
d’observation. Toutefois, la population des
ménages pauvres est mouvante : elle se renou-
velle d’un tiers tous les ans : 33 % des ménagesLes données brutes conduisent à des taux
pauvres une année donnée ne le sont plus
de sortie de pauvreté supérieurs
l’année suivante... »). Dans la même étude, il
à un tiers...
montre que si le risque d’être pauvre une année
est corrélé négativement avec le niveau de
Chambaz et Maurin notent que ces résultats sont revenu de l’année antérieure, il ne devient pas
d’un ordre de grandeur assez voisins de ceux nul chez les ménages à haut revenu.
trouvés pour les États-Unis à partir du PSID
(Panel Study of Income Dynamics), puisque Hill
(1981) trouvait que dans les années soixante-dix
... mais quelle fiabilité présentent-elles ? (7)entre un tiers et la moitié des ménages améri-
cains pauvres une année donnée n’étaient plus
pauvres l’année suivante. Des travaux récents de l’Observatoire national
de la pauvreté et de l’exclusion sociale
En supposant que les transitions entre les deux (Dumartin et al., 2002) abordent aussi le sujet :
états « pauvreté » et « non-pauvreté » sont gou-
vernées par un processus latent en temps con-
« Persistance de la pauvreté monétaire.tinu, markovien par rapport au temps (7), les
durées des périodes de pauvreté et de non-pau-
vreté sont estimées à plusieurs dates : la durée
7. Tous ces résultats supposent les ménages homogènes face à
moyenne de la situation de pauvreté varie entre la pauvreté et à la mobilité.
250 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 383-384-385, 2005
Un autre aspect, important dans l’examen de la ner, même dans le cas d’écarts de 1 à 10). Désor-
pauvreté, est sa persistance. Dans quelles pro- mais, avec sept vagues du panel européen, on est
portions la pauvreté touche-t-elle toujours les davantage en mesure de détecter quels points
mêmes ménages ? Quel est le “renouvellement” pourraient être jugés aberrants et donc corriger
de la population pauvre ? L’enquête PCV (8) les trajectoires observées des anomalies flagran-
permet, en partie, de répondre à ces interroga- tes (cf. encadré 1) (10). (8) (9) (10)
tions. En effet, seule la moitié des ménages inter-
rogés une année est à nouveau interrogée Qu’il s’agisse de l’ensemble de l’échantillon ou
l’année suivante. Cette caractéristique de des ménages présents au moins quatre fois, les
l’enquête permet de calculer des taux de persis- deux taux de pauvreté monétaire et en conditions
tance dans la pauvreté. Toutefois, gardons à de vie diminuent au cours du temps (cf. tableau 1).
l’esprit que la volatilité des revenus, mesurés
par voie d’enquête, peut conduire à minorer la
8. L’Enquête Permanente sur les Conditions de Vie est réaliséepersistance de la pauvreté en surestimant le taux
trois fois par an, sur un échantillon de 8000 ménages environ ; elle
de transition entre pauvreté et non-pauvreté. La permet, entre autres, de mesurer divers indicateurs sociaux et de
calculer les différentes mesures de pauvreté.proportion de ménages qui, pauvres une année,
9. Les deux pouvant d’ailleurs être erronées.le sont également l’année suivante, varie de près 10. Ce volet a été obtenu par exploitation des sept premières
vagues du panel ; le volet 2 porte, lui sur les huit presde 40 % lorsqu’on retient le seuil de pauvreté à
vagues, uniquement pour des raisons de disponibilité des don-40 % du revenu médian, à près de 60 % lorsque
nées au moment de la réalisation des exploitations.
l’on retient le seuil à 60 % (...). En outre, une
majorité de ménages pauvres au seuil de 40 %
ou de 50 % du revenu médian dépasse ce seuil
l’année suivante...
Quelles que soient les années considérées, plus Tableau 1
de la moitié des ménages éprouvant des difficul- Taux de pauvreté monétaire et en conditions de
tés de conditions de vie une année (...), se vie (CDV)
retrouve dans la même situation l’année sui-
Pauvreté monétaire Pauvreté CDVvante. (...) Ces chiffres sont du même ordre de
Tous Ménages Tous Ménages grandeur que ceux relatifs à la persistance dans
ménages permanents ménages permanentsla pauvreté monétaire (ils sont vraisemblable-
présents au présents au
ment aussi sous-estimés). C’est dans le domaine moins 4 fois moins 4 fois
du logement que les difficultés sont les plus 1994 (1) 11,3 10,5 12,2 10,9
durables... Au contraire les restrictions de con-
1995 11,3 10,1 10,9 9,7
sommation apparaissent comme les moins
1996 10,8 10,2 9,7 9,1persistantes ».
1997 10,0 9,5 8,4 7,9
Cette fois, le message est plus prudent : l’idée 1998 10,7 10,0 8,1 7,9
d’une possible sous-estimation de la persistance
1999 10,4 9,6 8,0 7,1
de la pauvreté à cause des erreurs de mesure est
2000 9,9 9,1 7,1 6,5désormais présente. C’est qu’entre les deux étu-
des, on a pu analyser les résultats du panel euro- 1. Les diverses exploitations présentées dans cet article ont
été réalisées sur des versions différentes du fichier (fichier despéen. Dès la deuxième vague disponible, des
sept premières vagues et fichier définitif des huit vagues). Ceci
essais d’analyse des transitions avaient été con- est sans importance pour le propos de l’article, dont les con-
clusions seraient rigoureusement identiques si tout était rées-duits, sans d’ailleurs donner lieu à publication.
timé sur les huit vagues. Néanmoins ceci explique des
Ils mettaient en évidence une forte proportion différences mineures entre les taux de pauvreté présentés :
ainsi le taux de pauvreté monétaire pour l’ensemble des ména-(au moins 50 %) de variations inexplicables
ges en 1994 est ici estimé à 11,3 %, alors que dans le volet 2
(forte variation du revenu faisant entrer ou sortir (cf. tableau 5) il est mentionné un taux de 10,9 %. Dans les
résultats publiés en 1997, ce taux était de 11,7 %. À nouveau,de pauvreté alors que rien ne s’était passé, ni du
ceci est dû à des différences dans les fichiers (en 1997, seulspoint de vue de la situation démographique, ni des fichiers provisoires étaient disponibles). Ceci est une diffi-
culté inhérente à tous les panels : les fichiers ne sont définitifsdu point de vue des revenus, au dire explicite des
qu’une fois l’ensemble des vagues collecté. Dans l’attente, onménages eux-mêmes). Mais ne disposant alors
ne dispose que des données provisoires soumises à d’éven-
que de deux points, il était difficile dans certains tuelles corrections induites par les contrôles longitudinaux mis
en place. Toutefois, l’incertitude introduite au niveau des résul-cas de repérer laquelle des deux situations était
tats est faible. Pour la pauvreté en conditions de vie, on a au
erronée (9) (par exemple pour des retraités volet 2, comme ici, 12,2 %, pour 12,6 % publié en 1997.
anciens agriculteurs ou anciens commerçants la
Champ : données non pondérées.
dispersion des pensions est telle qu’aucun ordre Source : échantillon français du panel européen des ménages
1994-2000, Insee.de grandeur ne peut indiquer la valeur à élimi-
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 383-384-385, 2005 251
Encadré 1
LES DONNÉES
Les données proviennent des sept premières vagues, tion ne modifie pas notablement les caractéristiques
collectées entre 1994 et 2000 de l’échantillon français structurelles de la population initiale : l’âge moyen des
du panel européen des ménages. L’échantillon total personnes de référence s’accroît très légèrement, de
comprenait environ 60 500 ménages sélectionnés de même que les proportions de diplômés et de person-
façon aléatoire avec un taux de sondage uniforme. Il nes seules ; inversement la proportion de femmes,
s’agit d’un panel d’individus : sont suivis tous les indi- d’étrangers et d’indépendants personnes de référence
vidus résidant dans les logements échantillonnés et marque un petit tassement (1). Le revenu moyen
âgés de 17 ans et plus en 1994. Ces « individus s’accroît nettement au cours du temps, mais ceci est
panel » sont suivis dans leurs éventuels déménage- davantage lié à la hausse générale des niveaux de vie
ments ultérieurs. Quand un enfant d’un individu panel qu’à un effet de composition du panel. Il semble donc
passe le cap des 17 ans, il devient à son tour individu que l’on perde des pauvres, des immigrés, des jeunes
panel. Si l’individu panel se met en couple, ou change sans enfant, soit des types d’individus qui sont plus
de conjoint, le nouveau conjoint est lui aussi étudié, souvent pauvres en termes de conditions de vie : c’est
mais seulement tant qu’il reste avec l’individu panel (il le seul biais que notre restriction de champ est sus-
ne devient donc pas vraiment à son tour un individu ceptible d’introduire (2).
panel). Par ailleurs le questionnaire recense aussi les
Dans l’étude, qui concerne la persistance de la pau-enfants des individus panel qui ne vivent plus dans le
vreté, on a choisi de plus de se limiter aux ménagesménage (mais sans qu’ils soient eux-mêmes individus
permanents, dont la personne de référence et le con-panel).
joint (éventuel) restaient les mêmes pendant au moins
deux années consécutives. Une autre restriction tech-Une difficulté pratique à résoudre pour développer une
nique, assez légère, a été introduite : pour les individusapproche longitudinale des phénomènes de pauvreté
apparaissant consécutivement dans deux ménagesprovient de ce que l’on cherche à suivre des ménages
permanents (suite à un divorce, à un veuvage,...), onau cours du temps, alors que les seules unités statisti-
n’a retenu que le ménage dans lequel l’individu étaitques stables sont les individus. En effet, les ménages
demeuré le plus longtemps. Ceci permet d’assurerpeuvent varier en taille et en composition, en fonction
l’indépendance entre les unités statistiques. Par rap-des naissances, divorces et autres événements de la
port au sous-échantillon 1, ces restrictions combinéesvie familiale : quand un ménage éclate suite à une rup-
excluent du champ environ le quart des ménages,ture, comment définir une continuité temporelle qui ait
mais seulement 10 % des observations ménages-un sens ? Pour surmonter cette difficulté, on adoptera
années. Cette sélection, inévitable pour les besoins deune démarche pratique consistant à restreindre l’ana-
l’étude, ne modifie pas notablement la structure de lalyse aux seuls « ménages stables ». Ceci n’a aucune
population. Les ménages sont un peu plus âgés, laimportance vu le propos de cette analyse : ce parti pris
proportion de ménages dont la personne de référenceserait plus gênant si on ambitionnait de fournir une
est une femme est un peu moindre, et les taux de pau-analyse sociologique des déterminants des trajectoi-
vreté sont un peu moindres.res. Un ménage sera défini au seul vu de l’unité de
décision constituée de la personne de référence et de
Pour disposer d’une dimension temporelle suffisante,
son conjoint éventuel, indépendamment des autres
on sera en outre conduit à s’intéresser aux ménagesmembres. Les ménages stables sur une période seront
permanents présents au moins quatre fois dansceux dont l’unité de décision est restée pérenne au
l’échantillon, soit environ 6000 ménages et 80 % descours de cette période. L’arrivée – ou le départ – d’un
observations ménages-années. Cette population, pro-
enfant est considérée comme une perturbation secon-
che d’une cohorte, vieillit donc davantage que les
daire, faisant partie de l’évolution normale, anticipée,
échantillons précédents ; de la même façon, la propor-
au cours du cycle de vie, qui ne modifie pas l’unité de
tion de ménages avec enfants (présents ou non au
décision. En revanche, les divorces, mariages ou veu-
domicile parental) s’accroît. En revanche, les taux de
vages conduisent à un bouleversement radical de
pauvreté sont assez voisins de ceux observés au seinl’unité de décision, et de tels événements constitue-
de l’ensemble des ménages permanents.
ront une rupture de l’unité statistique. Cette conven-
tion n’a que de faibles conséquences pratiques en ce
qui concerne les estimations.
L’échantillon français d’origine se compose d’un peu
1. Ce constat est établi d’une part avec la totalité des individusplus de 7 300 ménages répondant à la vague de 1994.
présents à l’une ou l’autre des dates, d’autre part avec seule-Comme dans tout panel, l’attrition tend à réduire le
ment les individus faisant partie des ménages présents au
nombre de ménages répondant. Dans le cas de la ver- moins deux fois dans le panel ; il est donc peut-être un peu
sion française du panel européen, cette érosion reste « optimiste », même si, comme on l’a souligné, l’attrition est
environ deux fois plus forte entre la première et la secondecependant limitée, puisque au bout de 7 vagues, on
visite qu’après.retrouve plus de 5 300 ménages répondant, soit envi-
2. À ces phénomènes d’attrition, se superpose un accroisse-
ron 72 % de l’échantillon initial. Après une attrition ment naturel dû à l’entrée dans le champ de nouveaux indivi-
plus élevée la première année, de l’ordre de 8 %, l’éro- dus, de sorte que le nombre total d’individus suivis a eu plutôt
sion annuelle oscille entre 3 % et 5 %. En outre, l’attri- tendance à augmenter.
252 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 383-384-385, 2005
La diminution est légère pour la pauvreté moné- entrées et sorties de pauvreté sur un horizon un
taire, le seuil de pauvreté, de par sa nature rela- peu plus long, afin de mieux comprendre l’inci-
tive, se réévaluant tous les ans, suivant en cela dence des problèmes liés à la qualité des varia-
les évolutions générales (niveau global des bles sur les évaluations. On sait en effet que la
revenus, démographie des ménages). La dimi- mesure des deux types de pauvreté est entachée
nution du taux de pauvreté en conditions de vie, d’incertitude (Lollivier et Verger, 1997 et Ver-
beaucoup plus nette, s’explique par la hausse ger, 2005, article méthodologique introductif à
générale des ressources au cours de la période, ce numéro). Or, contrairement aux données
le seuil de pauvreté, ici, ne pouvant pour sa part transversales pour lesquelles les bruits liés à
être réévalué (11). l’observation sont susceptibles de se compenser
par sommation lors de la constitution des agré-
Si l’on se réfère aux revenus tels qu’ils sont gats, les mêmes perturbations s’additionnent
déclarés par les ménages permanents, sur dès lors qu’il s’agit de mesurer des transitions,
100 ménages en pauvreté monétaire une entraînant des entrées-sorties « parasites » de
année donnée, 38 % sont sortis de pauvreté pauvreté. Un moyen de gommer ces perturba-
l’année suivante (cf. tableau 2). Cette propor- tions ponctuelles est de s’intéresser à des indica-
tion est un peu supérieure, de l’ordre de 42 %, teurs de pauvreté lissés sur une période supé-
en ce qui concerne la pauvreté en termes de rieure à l’année, et de recalculer les sorties de
conditions de vie. Ces chiffres sont proches pauvreté ainsi redéfinies. Dans un premier
de ceux disponibles dans d’autres publica- temps, on lisse ainsi sur deux années les niveaux
tions qui visent à mesurer des sorties de pau- de vie et les scores de pauvreté en conditions de
vreté entre deux années consécutives (Insee, vie moyens. À partir de ces moyennes sur deux
1996b ; Chambaz et Maurin, 1996). Ils ans, on fabrique des indicateurs de pauvreté
varient selon la période de collecte, mais dans biennaux analogues aux indicateurs annuels.
des proportions assez réduites. Ils sont en Les taux de pauvreté ainsi obtenus sont un peu
outre analogues selon que l’on s’intéresse aux inférieurs aux taux annuels, probablement du
ménages permanents ou aux ménages perma- fait que les valeurs extrêmes ont été éliminées
nents qui restent présents au moins quatre (cf. tableau 3). Mais les taux de sortie recalculés
années dans le panel. Pour sa part, la corréla-
sur les nouveaux indicateurs sont très proches
tion entre les deux types de pauvreté apparaît
de ceux obtenus sur les indicateurs annuels,
assez faible, de l’ordre de 0,27 sur l’ensemble
alors qu’on pourrait s’attendre à des taux supé-
des ménages, chiffre une nouvelle fois analo-
rieurs, du fait d’un horizon plus long. En
gue à celui obtenu dans une étude antérieure
d’autres termes, tout se passe comme si l’on(Lollivier et Verger, 1997).
obtenait les mêmes taux de sortie de pauvreté,
que l’on se place à un horizon d’un an ou un
horizon de deux ans. Ce constat empirique estLe lissage temporel met en relief
bien cohérent avec l’existence d’une très fortela variabilité de court terme des
variabilité de court terme de la variable (fluctua-situations (11)
Le fait de disposer de données longitudinales
11. Les mêmes types d’évolution se retrouvent d’ailleurs dans
sur moyenne période permet d’appréhender les d’autres sources (cf. Dumartin et al., 2002).
Tableau 2
Taux de sortie de pauvreté entre deux années consécutives
Pauvreté Toutes dates 1994 1995 1996 1997 1998 1999
Monétaire 37,8 40,3 38,4 38,5 37,6 33,8 37,1
CDV 41,6 40,5 39,6 46,7 37,4 42,4 43,6
Quatre présences ou plus
Monétaire 37,9 43,1 37,7 38,5 37,5 33,1 36,3
CDV 41,7 41,4 40 46,7 36,6 41,7 43,4
Champ : ménages permanents, données non pondérées.
Source : échantillon français du panel européen des ménages 1994-2000, Insee.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 383-384-385, 2005 253
tions intrinsèques ou erreurs de mesure aléatoi- vide d’intérêt. Les phénomènes sous-jacents
res), qui multiplie les entrées-sorties de pau- d’entrée ou de sortie durable de pauvreté,
vreté, multiplication indue quand la cause en est a priori plus faibles mais cumulatifs dans le
une erreur de mesure. Même quand les fluctua- temps, sont occultés par ces fluctuations, qui, à
tions sont réelles, leur existence perturbe les court terme, constituent l’essentiel des entrées-
indicateurs et en rend l’interprétation difficile, sorties.
voire trompeuse. En effet si on s’intéresse aux
entrées-sorties de pauvreté, si l’on considère Ce constat est renforcé lorsque l’on prend en
que c’est un phénomène important à mesurer, compte un horizon de trois ans au lieu de deux.
c’est que l’on suppose qu’il existe, et d’une Les indicateurs triennaux construits de façon
façon non marginale, des trajectoires plus ou analogue aux indicateurs biennaux font logique-
moins monotones qui font entrer ou sortir dura- ment apparaître des taux de pauvreté plus bas,
blement de l’état de pauvreté : si la réalité était mais des taux de sortie toujours voisins. Une
caractérisée par une récurrence générale et autre tentative pour constituer des indicateurs
rapide des états, le concept d’entrée-sortie serait robustes sur trois ans consiste à retenir les
niveaux de vie et les scores de pauvreté médians
sur trois ans. On est de cette façon certain que
les parasites occasionnels sont au moins pour
l’essentiel éliminés, puisqu’ils n’interviennent
Tableau 3 pas dans le calcul de la médiane, ce qui rappro-
Lissage temporel des indicateurs de pauvreté che d’une « bonne » mesure des sorties de pau-
vreté. Cette façon de faire conduit à nouveauMonétaire CDV Monétaire CDV
(1) (1) aux mêmes estimations de sorties de pauvreté,
de l’ordre de respectivement 38 % et 48 % pourIndicateurs annuels
les pauvretés monétaire et en conditions de vie,
Taux toutes 9,98 8,79
mais sur trois années et non deux.dates
1994 10,54 10,93
1995 10,05 9,68 Une remise en question de l’a priori
1996 10,22 9,10 de trajectoires régulières
1997 9,48 7,88
Cette partie purement descriptive crédibilise1998 9,96 7,95
l’idée de fluctuations importantes dans l’évolu-
1999 9,64 7,06
tion de court terme des revenus, qui perturbe en
Taux de sortie 38,1 41,5 la majorant l’évaluation des sorties de pauvreté
Corrélation 0,26 entre deux années consécutives, ce qui explique
l’obtention des taux voisins sur un, deux ou troisIndicateurs biennaux
ans. Ces fluctuations peuvent d’ailleurs être
Taux toutes 9,48 7,35
intrinsèques à la variable elle-même, qui n’adates
aucune raison de se reproduire à l’identique ou1994-1995 9,93 8,53
presque d’une année à l’autre. Ainsi, la masse
1996-1997 9,07 7,17
annuelle de revenus perçue au sein d’un ménage
1998-1999 9,47 6,34 peut être perturbée par des retards de verse-
Taux de sortie 36,7 41,1 ments, des primes ou émoluments exception-
nels, les salaires des enfants adultes au coursCorrélation 0,27
d’un stage d’été, en plus des accidents eux-
Indicateurs triennaux
mêmes (chômage, maladie,...). À ceci s’ajoutent
Taux toutes 8,87 6,90 10,01 7,99 des erreurs de mesure dans la collecte de la
dates
variable, sans qu’il soit possible avec les don-
1994-1996 8,78 7,66 10,40 8,98
nées dont on dispose de faire la part de l’un et de
1997-1999 8,97 6,16 9,63 7,03 l’autre. À la lumière de la section précédente, on
Taux de sortie 37,0 46,6 38,7 48,2 serait conduit à penser que d’une année sur
l’autre, environ les deux tiers des transitionsCorrélation 0,28 0,30
seraient des artéfacts au sens d’une vision idéa-
1. Lissage obtenu au moyen des médianes.
lisée de trajectoires régulières, ce qui laisserait
Champ : ménages permanents présents au moins quatre fois, des taux de sortie « réels » de l’ordre de 10 à
données non pondérées. 15 %, compatibles avec des sorties cumuléesSource : échantillon français du panel européen des ménages
1994-2000, Insee. voisines de 40 % sur trois années. Un autre
254 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 383-384-385, 2005

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